【摘要】 自發(fā)消費支出不受其他因素的影響，然而影響引致消費的因素有很多，包括物價水平、利率、當期可支配收入、未來收入預期等。其中對引致消費影響效果最為顯著的即當期可支配收入，其與邊際消費傾向共同作用直接影響著居民實際消費支出，但當期可支配收入對消費支出的影響程度到底有多大，本文就我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對消費支出影響進行簡單的闡述。

【關鍵詞】 我國城鎮(zhèn)居民 人均可支配 收入 消費支出 影響 實證研究

1引言

消費作為宏觀經(jīng)濟學中重要的研究指標，對于生產(chǎn)發(fā)展及經(jīng)濟增長的拉動作用明顯。由凱恩斯的消費函數(shù)可知，城鎮(zhèn)居民的消費支出主要由兩部分組成，即自發(fā)消費與引致消費。本文收集了我國30個省份的截面數(shù)據(jù)，以此作為樣本來分析我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對于消費支出的影響程度，并據(jù)此提出相應的政策建議。

2計量經(jīng)濟模型建立

為了分析我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與消費支出的關系，本文選取了2015年我國30個省份的截面數(shù)據(jù)作為統(tǒng)計分析樣本數(shù)據(jù)，其中把我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（單位：元）作為解釋變量（用X表示），把消費支出（單位：元）作為被解釋變量（用Y表示），建立了下述的一般模型：Yi=A+BXi+U（i=1，2，3，4），

其中：

Yi--各地區(qū)城鎮(zhèn)居民平均第i種物品消費

A--常數(shù)項

B--代定參數(shù)

X--各地區(qū)城鎮(zhèn)居民平均收入

U--隨機擾動項

3模型的求解和檢驗

通過EVIEWS9.0軟件，利用OLS最小二乘法對線性回歸模型進行回歸分析及統(tǒng)計檢驗，并對其中可能存在的多重共線性、異方差性與自相關性進行補救，從而估計出最終的參數(shù)。模型的回歸分析結(jié)果如下：

Yi=6543.531+0.9327Xi

（1854.316）（0.0704）

T=（3.5288）（13.2412）

R2=0.8623 n=30 df=28

F=175.3294 DW=2.3715

3.1經(jīng)濟意義檢驗

從模型中可以看出，當城鎮(zhèn)居民可支配收入每增長1元時，居民消費支出將增加0.9327元，居民消費支出隨著可支配收入的增加而增加，很明顯符合實際情況，經(jīng)濟意義合理。從經(jīng)濟學的角度來說，回歸方程的截距在模型中由A表示，它代表居民的自發(fā)性消費行為，并不受可支配收入變化的影響，其大小與我國當前的經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀相一致?；貧w方程的斜率在模型中由B表示，它代表城鎮(zhèn)居民的邊際消費傾向，邊際消費傾向（MPC）是大于0小于1的，由線性回歸的結(jié)果可知，0 3.2統(tǒng)計推斷檢驗

（1）擬合優(yōu)度檢驗由模型結(jié)果可知，R2=0.8623，R2（修正的可決系數(shù)）=0.8574，均大于0.85，這說明模型對樣本的擬合效果很好。

（2）t檢驗

t=13.2412，查表t0.05=2.045，t>t0.05，n-2=28，說明可支配收入對消費支出影響顯著。

3.3計量經(jīng)濟學檢驗

（1）多重共線性檢驗

由于回歸模型為一元線性回歸模型，只存在一個解釋變量，故該模型不存在多重共線性。

（2）異方差性檢驗

由White檢驗結(jié)果可知，Obs*R-squared=5.3070，且Proba-bility

=0.2562>0.05，效果不顯著，所以模型中隨機誤差不存在異方差。

（3）自相關性檢驗

由回歸結(jié)果可知DW=2.3716，查詢DW統(tǒng)計表，dL=1.363，dU=1.496，模型中dU=1.496

再對模型進行高階自相關檢驗，所有滯后期的偏相關系數(shù)PAC直方圖均未超過虛線，表明該回歸模型不存在高階自相關性。

綜上，最終模型回歸結(jié)果為Y=6543.531+0.9327Xi，從模型中可以看出，當城鎮(zhèn)居民可支配收入每增長1元時，居民消費支出將增加0.9327元，居民消費支出隨著可支配收入的增加而增加。

4政策建議

通過上述實證分析可以得出，我國城鎮(zhèn)居民的消費水平很大程度上受到居民可支配收入的影響，從而直接影響到家庭整體生活水平的提升。通過提高居民可支配收入，刺激消費從而擴大生產(chǎn)增加產(chǎn)出，最終帶動收入的同步增長形成周而復始的良性循環(huán)，具體的政策建議如下：

第一，提高我國城鎮(zhèn)居民的可支配收入。可支配收入是影響我國城鎮(zhèn)居民消費支出的首要因素，其對刺激人們消費意愿的效果顯著。為了提高我國城鎮(zhèn)居民的可支配收入首先應整體提升人們的工資水平，目前在我國收入初次分配中，工資增長的速度明顯低于企業(yè)盈余以及政府凈稅收增長的速度，同時與我國經(jīng)濟增長速度相比更是相差懸殊。因此應大力提升工資在收入初次分配中所占的比重，嚴格控制壟斷行業(yè)的超額利潤分配，同時逐步提高個人所得稅的起征點，在分配的過程中兼顧公平，保證低收入家庭的正常消費水平，提高城鎮(zhèn)居民整體的消費能力。其次，應逐步完善我國促進就業(yè)的相關政策，優(yōu)化就業(yè)環(huán)境。相關部門應積極組織職業(yè)技能培訓，增強職工的職業(yè)素養(yǎng)與業(yè)務能力，從而提高人們的就業(yè)環(huán)境與質(zhì)量，帶動工資水平的同步增長。同時還可以通過推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的方式，大力發(fā)展服務業(yè)等第三產(chǎn)業(yè)，創(chuàng)造出更多的高質(zhì)量就業(yè)崗位，為失業(yè)人口提供就業(yè)保障與收入來源，增強城鎮(zhèn)居民的消費信心。

第二，增強對城鎮(zhèn)居民基本生活的保障，減少預防性儲蓄對實際消費支出的擠出效應，進而刺激居民消費。首先，政府應提高居民的社會福利，在住房方面嚴格控制房價的過快增長，增強對政府廉租房的建設力度；在醫(yī)療方面，完善城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險體系，切實解決城鎮(zhèn)居民看病難、看病貴的問題；在教育方面加大對城鎮(zhèn)教育資源的投入力度，普及優(yōu) 質(zhì)教育資源，提高居民的受教育程度，使其更加適應工作崗位的要求。通過提高在住房、醫(yī)療、教育等方面社會福利，可以有效降低預防性儲蓄從而增加居民實際消費支出。其次，充分發(fā)揮稅收的轉(zhuǎn)移支付能力，提高退休職工的退休金收入，同時增大社會保障制度的覆蓋范圍，保障城鎮(zhèn)居民的基本養(yǎng)老金收入。最后，政府應嚴格控制物價過快增長，以此來確保個人可支配收入的真實性，提高城鎮(zhèn)居民的消費水平。

參考文獻

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